前言：一篇好文章的誕生，需要你不斷地搜集資料、整理思路，本站小編為你收集了豐富的固定資產投資對經濟的影響主題范文，僅供參考，歡迎閱讀并收藏。

第1篇：固定資產投資對經濟的影響范文

關鍵詞：固定資產投資；增長；安徽經濟；實證分析

西方主要的經濟增長理論從不同角度肯定了投資對于經濟增長的重要作用，普遍認為投資增長是推動經濟增長的重要力量，投資和消費是拉動經濟增長的兩大主要力量，尤其在我國，當前經濟仍然是靠投資和出口拉動，投資的作用突出，尤其是中西部地區，要想實現跨越式發展就更加得依靠投資的帶動作用。

我國的學者也針對我國不同地區的固定資產投資與經濟增長的關系作了比較多的理論以及實證分析，普遍認為投資對經濟增長有明顯的促進作用。中外發達地區的實踐經驗也充分證明，經濟要實現跨越式發展，大規模的基礎設施建設和支柱產業的培育所引起的高投資是一種必然的經濟現象。

本文借助計量經濟學的方法和相關計量軟件工具，對1991-2010年安徽省的宏觀經濟數據進行分析，力求客觀地評價安徽省固定資產投資對經濟增長的影響，并提出一些可操作的政策建議。

一、安徽固定資產投資與經濟增長的趨勢分析

1991-2010年安徽省全社會固定資產投資與國內生產總值，如表1所示。

從表1可以看出，安徽國民經濟發展迅速，國內生產總值從1991年的663.6億元增長到了2010年的12263.4億元，固定資產投資在此期間也在快速發展，其投資額從1991年的137.2億元增長到了2010年的11849.4億元，從絕對量上分析，2010年與1991年對比，全社會固定資產投資增長了85倍；國內生產總值增長了17倍；從投資占GDP的比重可以看出，該比值從1991年的0.21持續增長到2010年的0.97，投資的比重越來越大，投資拉動經濟增長的作用日益突出。投資結構作為經濟結構的重要組成部分，是經濟結構演進的巨大推動力，它影響著經濟建設、產業結構、部門結構，影響著生產力布局。可以說，投資結構在很大程度上決定著整個國民經濟的發展速度和效益，投資結構調整是產業結構調整的先導，為此結合歷年統計數據，從產業結構角度來考察，安徽三次產業投資不斷優化調整，經濟結構也相應地在不斷優化升級。安徽省第一、二、三產業投資結構由1990年的9.2∶57∶33.8變化為2010年的2.3∶45.4∶52.2；全省生產總值第一、二、三產業結構也由37.4∶38.2∶24.4演變為14∶52.1∶33.7，很明顯第二、三產業在國民經濟中的比重穩步提高，第一產業逐步減少，這是符合經濟發展走向成熟階段的規律的。

固定資產投資與經濟發展周期有較強的“趨同性”和相關關系。兩者的變化趨勢和波動周期基本相同，但經濟增長的變動相對固定資產投資的變動存在一定的滯后期，說明投資作用的發揮需要一定的時間，經濟需要一定的時間才能消化吸收投資帶來的生產擴展能力，同時固定資產投資波動幅度大大強于經濟增長波動幅度。1992-2010年安徽省的GDP增速和固定資產投資增速波動幅度較大，從1992-2000年，安徽省GDP增速和固定資產投資增速不斷下降，受1998年亞洲金融危機影響，到2000年降落到最低點，隨后觸底反彈，增速在不斷上升，到2010年投資和GDP增速都上升到高位的運行態勢。投資對經濟的拉動是依靠投資的增大和投入所帶來的產出的增加而實現的。因此，經濟是否能持續增長，一方面涉及國民經濟中究竟有多少資源可以連續的投入，另一方面還要看每一次投入的產出究竟有多大，既要關注持續的數量上可以投入多少資本，同時也要關注每次投資所帶來的效益和產出。

二、固定資產投資與經濟增長關系的實證分析

（一）變量的選取

變量選取國內生產總值（GDP）和固定資產投資（INVEST），為了確保數據的統一性，用億元人民幣作為單位。為消除時間序列中存在的異方差現象，對變量進行對數變換，變量的對數形式表示為lnGDP、lnINVEST。

（二）數據來源

分析所使用的樣本數據取自1991-2010年的年度數據，數據來源于歷年安徽省統計年鑒。

（三）計量經濟模型的建立

根據1991-2010年統計資料，建立國內生產總值（GDP）與全社會固定資產投資（INVEST）之間的模型：

lnGDP=α+βlnINVEST+ε

其中：α為常數項，β為回歸系數，ε為誤差項。

（四）實證檢驗

1.平穩性檢驗。由于變量之間可能存在謬回歸，一般需要檢驗經濟序列平穩性。平穩性檢驗可以歸結為時間序列單位根檢驗。借助于Eviews軟件，運用ADF檢驗法對變量lnGDP、lnINVEST序列進行平穩性檢驗，結果如表2所示。

由表2可以看出，lnGDP和lnINVEST的ADF檢驗值都大于它們的臨界值，不是平穩序列，但是經過一階差分之后，DlnGDP和DlnINVEST在5%的顯著水平下序列是平穩的。

2.協整檢驗。由于變量lnGDP、lnINVEST都是一階單整的時間序列，用OLS法進行協整回歸分析，結果如表3所示。

對殘差進行ADF檢驗，結果如表4所示。

由表4可以看出，殘差序列是具有平穩性的，這表明變量lnGDP和lnINVEST之間存在協整關系，而且是惟一的。說明安徽省的固定資產投資和國內生產總值之間存在長期均衡關系，所對應的長期均衡關系為：

lnGDP=3.545422+0.638441×lnINVEST

R=0.965擬合優度較高，模型模擬較好，模型中參數的t統計量大于臨界值，可以認為參數是顯著的，模型通過檢驗，由此可以判斷安徽省固定資產投資每增長1%，GDP將增長0.638441%。

3.Granger因果關系檢驗，結果如表5所示。由表5可以看出，LnINVEST是lnGDP的Grange原因，即固定資產投資對于拉動經濟增長有顯著的效果，這與經濟增長理論相吻合。

三、結論及政策建議

通過實證檢驗可以看出，安徽省固定資產投資與經濟增長之間存在著長期穩定關系；固定資產投資與經濟增長之間存在著Granger因果關系，說明投資增長對經濟增長有一定的帶動作用；同時若當年的固定資產投資增加1%，國內生產總值將增加約0.64%，固定資產投資的不斷加大，將推動國民經濟的增長，反之固定資產投資力度不足，將制約經濟的增長。基于以上結論，本文提出若干政策建議如下：一是在數量上，擴大投資規模。要使安徽省經濟繼續保持長期增長，就必須使投資保持一定的增長速度，沒有投資的增長或投資的不足，都將使國民經濟的增長乏力，因此要注意充分調動民間投資和外商投資的積極性，積極培育多元投資主體，積極利用資本市場力量，積極爭取國家相關政策，不斷擴大投資規模。二是在結構上，不斷優化投資結構。要提高固定資產投資的經濟效益，就必須合理配置投資資源，改善投資結構，提高投資資源的使用效率。要合理運用產業政策，要加大對戰略性新興產業領域的投資力度，使傳統的勞動密集型產業向知識和技術密集型轉化，加大對創新領域的投資和政策扶持，使經濟增長逐步轉變到依靠創新要素驅動。三是在效益上，更加注重投資的質量。在保持投資規模不斷擴大的同時，更要注重投資質量和投資效益，堅持走可持續發展戰略和科學發展觀的路線。不片面地追求高的增長速度和大的總量擴張，要達到質量和效益相協調，發展和資源環境相協調，切實提高投資的質量和效益，從而帶動整個地區經濟快速、健康、協調發展。

參考文獻：

1.安徽省統計局.安徽統計年鑒(2009)[M].國家統計出版社,2010.

2.胡珀.安徽省固定資產投資與經濟增長的實證分析[J].經濟視角(下),2011(7).

3.孟露露.固定資產投資與經濟增長關系的回歸分析[J].中小企業管理與科技,2009(1).

4.浦小松,陳偉.我國固定資產投資與經濟增長的協整性研究[J].市場論壇,2009(2).

5.高莉莉.安徽省投資效率分析[J].現代商貿工業,2008(12).

6.黃曉萍.安徽固定資產投資狀況分析[J].南方金融,2001(1).

7.李子奈.計量經濟學[M].高等教育出版社,2000.

第2篇：固定資產投資對經濟的影響范文

Key words： environmental protection investment；fiscal revenue；regional economy

中圖分類號：F327 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2018）04-0032-03

0 引言

企業作為環境資源消耗的主體，在社會環境保護中占據重要的地位，企業進行環保投資，一方面增強企業環境責任意識，積極帶動地區其他企業的環保投資，為企業帶來經濟利益；另一方面改善環境質量，促進本地區經濟長遠發展，彌補市場機制下環境保護投資存在的缺陷。一直以來，企業的環保投?Y以直接或間接的方式促進經濟的發展，與此同時，經濟的發展也為企業環保投資提供了必要的物質基礎。目前已有的實證分析大部分都是研究環保投資對經濟增長的貢獻，而很少涉及在區域經濟增長的環境下，是否會對企業環保投資規模產生影響。基于此研究背景，本文則是主要研究東、西部地區的經濟發展差異對企業環保投資的推動作用，并解釋結論中涉及企業的環境責任問題，提出實質意見。

1 文獻回顧

環保投資對經濟的影響一直被作為主要的研究對象，雷社平和何音音（2010）實證得出環保投資對于促進我國經濟增長發揮著一定的作用，但不是主要的因素，在一定的政策下環保投資利用規模的擴大能促進經濟增長。就地區而言，王博和王棟（2015）認為西部地區的環保投資和經濟增長之間可形成良性互動的關系，所以西部地區應該堅持以環境保護作為區域經濟發展的目標之一，堅持以經濟增長作為環境保護的基礎，從而促使西部地區的經濟可持續的增長，擺脫環境對經濟增長的瓶頸約束。影響環保投資的驅動力很多，董秀海，李萬新（2008）研究得出自身環境壓力、地方政府環境執政能力、企業界的環保能力、經濟社會發展水平都對地方的環保投入水平具有顯著的影響。對企業而言，李冰泉（2012）認為企業監督力度、政府扶持、企業戰略態度、領導層意識等都能影響企業的環保投資。

2 研究假設

國內生產總值是一項綜合反映經濟活動總成果的重要指標，通過分析不同地區國內生產總值占全國生產總值的比重可以直觀地反映各地區經濟發展的差異程度。2011-2015年東部所占比重分別是西部的2.92倍、2.81倍、2.77倍、2.61倍、2.78倍。總體來看，東西部地區經濟的發展差異較大，進一步研究發現，東西部企業環保投資額也存在差異。根據《中國統計年鑒》披露，東、西部地區企業環保投資規模不同，西部地區企業環保投資普遍小于東部地區。

環保投資作為企業進行環境保護的物質基礎，其中財政支持將是企業進行環保工作的重要驅動力，包括專項基金、政府補貼等等。目前，我國環保投資總量增長較快，但環保投資需求與實際投入的資金缺口仍較大。由此可見，地區的財政收入越大，政府所持有的資金就越多，就越有可能將資金轉化為對環境保護的投入，其中一部分是以扶持企業進行環保投資的形式體現的。地方政府環保投資行為意愿最終表現為環保投資規模的大小，一定程度上體現在對企業環境保護增加專項基金、政府補貼的投入，由此提出假設1：

假設1：地區財政收入與上市公司環境保護投資規模正相關。

固定資產投資在企業中有著十分重要的地位，是企業生產經營的必備基礎，同時也是企業環保投資的主要表現形式。早在2003年，國家環保總局對列入重點清理范圍的在建、擬建項目、擬建固定資產投資項目進行了環保清理檢查，發現地方政府利用行政管理程序和制度上存在的漏洞，拆分項目問題嚴重。地區固定資產投資優化地區經濟產業結構，促進經濟發展，同時固定資產投資對財政收入增長的拉動作用也十分顯著。根據企業環保投資的統計口徑，企業環保投入有很大一部分包括在固定資產投資中，因此在提高了企業經濟效益同時反過來促進企業的環保投入。本文認為隨著企業固定資產投入的增多，企業的經營績效上升，使得企業進行環保投資的資金增加。由此提出假設2。

假設2：地區固定資產投資與上市公司環境保護投資規模正相關。

一般來說，人均可支配收入與生活水平成正比，即人均可支配收入越高，生活水平則越高，更加重視健康，重視生存環境，能夠在一定程度上提高了人們的環保意識。隨著地區經濟的發展，帶動地區人均可支配收入的提升，加上企業受到社會各方面的影響，各階層人員的環保責任意識不斷增強，有利于企業制定相關制度以關注環保方面的問題，促使企業增加環保投資。蔡惠光、李懷政（2009）研究認為，隨著經濟增長超越一定臨界值水平之后，人們對環境質量需求提高、經濟增長方式的轉變、產業結構的調整與優化以及環保技術的采用等因素將導致經濟發展會有利于環境質量的改善。這表明經濟的發展促使人們對環境質量的關注，在一定程度上促使企業環保文化水平的提升。由此提出假設3。

假設3：地區人均可支配收入與上市公司環境保護投資規模正相關。

3 研究設計

3.1 變量選取與定義

彭峰、李本東（2005）提到，企業環保投資是指企業從社會積累基金和各種補償基金中，用于防治環境污染、維護生態平衡及與其相關聯的經濟活動的金額，其目的是促進經濟建設與環境保護的協調發展，使環境得到保護和改善。本文是基于經濟指標而對企業環保投資進行研究，借鑒前人研究成果將環保投資的數據范圍定為以下幾類：企業治理環境污染的投資、保護生態環境的投資、治理項目專項基金、清潔生產投資、排污費等環境稅費、企業環保部門自身建設的投資。為了量化上市公司環境保護投資規模，本文采用的數據為環境保護投資總額的自然對數。

基于前人的研究基礎，本文則主要針對區域經濟指標中的影響企業環保行為的相關指標進行對環保投資的研究，包括財政收入，固定資產投資，人均可分配收入三大指標。同時，參考以往的研究成果，本文選取企業資產負債率、經營績效、第一大股東持股比例以及行業屬性作為控制變量進行考察。具體的變量定義見表1。

3.2 模型構建

在以上理論研究與變量設計的基礎上，運用多元線性回歸方法對本文的假設進行實證檢驗，采用企業環境保護投資規模（EPI）作為被解釋變量，建立如下多元回歸模型：

EPIi，t=α0+α1Revenuei，t+α2Investmenti，t+α3Incomei，t+μi

其中，i表示省份，t表示時間，Revenue表示地區的財政收入的自然對數；Investment表示各地區的固定資產投資額的自然對數；Income表示各地區人均可支配收入，即家庭可支配收入除以家庭人口金額的自然對數，μi為方程擾動項。

3.3 樣本選取與數據來源

本文選取2011―2015年五年間上海證券交易所上市公司作為研究對象，選取樣本并進行數據整理，并對樣本做如下篩選：①剔除了ST公司；②剔除了銀行等金融行業公司；③剔除部分相關財務數據缺失的公司。本文共搜集2011-2015年度有效數據樣本公司241份。

4 ??證分析與檢驗

4.1 描述性統計

通過變量的描述性統計結果，可以對東、西部地區數據的分布情況進行簡單分析，并觀察各變量的分布情況，比較兩大地區的差異，對實證檢驗起到一定的輔助作用，變量描述性統計結果如表2、表3所示。

觀察表2可知，東部地區上市公司EPI的極大值與極小值分別為12.8992和21.1702，方差較大，為1.772，說明東部地區企業環保投資規模有較大差異，分布不均勻。各地區企業的財政收入、固定資產投資、人均可支配收入極大值與極小值差異不大，方差較小，說明東部地區的解釋變量波動小。

觀察表3可知，西部地區企業EPI的極大值與極小值分別為12.8992和21.1702，方差為4.599，說西部地區企業環保投資規模分布不均勻，差異較大。被解釋變量財政收入、固定資產投資、人均可支配收入的均值接近于極大值，方差較小，說明西部大部分地區的財政收入、固定資產投資、人均可支配收入較大。

比較分析得知，被解釋變量EPI的極大值、極小值、方差較大，表明東、西部地區各企業的環保投資規模有較大差異，分布不均勻，西部地區企業環保投資規模波動更為明顯。解釋變量財政收入和固定資產投資東部差異較小，說明東、西部地區各省份人均可支配收入比較均衡。總體來看，被解釋變量與解釋變量東部均比西部高，表明東部地區經濟較為發達，且企業對環境保護的投資額度較大。

4.2 多元回歸分析

通過分析表4出以下回歸結果：模型的擬合優度也就是復相關系數R為0.511和0.416，調整R方為0.214和0.101，由于影響企業的環保投資的因素非常多，所以本文認為達到預期標準，因此模型的擬合度通過檢驗。模型的序列自相關檢驗結果Durbin-Watson值分別為1.841和1.852，均接近2說明方程在一定程度上整體效果顯著，模型具有統計學意義。

表5的結果表明，東部地區財政收入的相關系數為0.202，回歸系數為0.455，假設一沒有通過顯著性檢驗，說明東部地區政府的財政收入并未有效促進地方企業進行環保投資，可能是政府對企業的財政支持力度以及環保補貼不足；固定資產投資的相關系數為0.024，回歸系數為0.787，說明在5%顯著性水平上與上市公司的環境保護投資規模正相關，假設二通過了顯著性檢驗；人均可支配收入的相關系數為0.054，回歸系數為1.185，說明其在10%的顯著性水平上與上市公司的環境保護投資規模正相關，假設三通過了顯著性實驗，這在一定程度上顯示隨著東部人均收入的提高，人們更加關注健康，從而激起企業員工以及管理層對環境保護的意識。

表6的結果表明，西部地區財政收入的相關系數為0.07，回歸系數為-0.618，假設一通過顯著性檢驗，但呈現負相關；固定資產投資的相關系數為0.003，回歸系數為0.841，說明其在1%的顯著性水平上與上市公司的環境保護投資規模正相關，西部地區的固定資產有效促進企業進行環保投入，假設二通過顯著性檢驗；地區人均可支配收入的相關系數為0.015，回歸系數為2.575，說明其在5%的顯著性水平上與上市公司的環境保護投資規模正相關，假設三通過了顯著性實驗。

比較分析得知，東部地區財政收入未能有效地幫助地區企業加大環保投資的力度，但根據回歸結果為正向效應，而西部地區則相反，說明兩大地區的財政收入對地方企業的支持與補貼的效用不同，且財政環保投入落實的方面有差異，西部地區的財政收入未能對環保起到良好的效果，反而對地區環境的規制有反向作用；東西部地區的固定資產投資與人均收入均能對企業環保投資有一定的刺激作用，與假設一致。

4.3 結論與建議

目前綠色理念的宣傳已遍布全國各地，各地區企業越來越重視對環境保護的投資，企業的社會責任意識逐步提高。本文在前人研究基礎上，對東、西部地區經濟差異和企業環保投資進行研究。得出以下結論：

第3篇：固定資產投資對經濟的影響范文

中國經濟減速有限

GDP數據似乎表明今年中國經濟會實現軟著陸。2004年三季度GDP增長率為9.1%，比預期的略高，但比2004年二季度和2004年一季度的9.6%和9.8%已有所下降。截止到目前，中國GDP年增長率為9.5%，但仍遠遠高于過去五年平均8%的水平。鑒于上兩個季度經濟增長減速不明顯，在我們看來，緊縮政策的效果有限，明年出現硬著陸的可能性增加。由于官方對去年GDP數據進行了向上修正，從9.1%修正為9.3%，我們調低了2004年GDP增長率的預期，從9.5%下調至9.3%。但對2005年的預測保持不變，GDP增長率仍為7%。

從名義值來看，2004年三季度GDP總計為3.4萬億人民幣（4150億美元），年增長率達到16.6%，比二季度放慢了1.6個百分點。然而，官方公布的名義增長率似乎與三季度的經濟總體表現不一致：1）2004年三季度固定資產投資比上季度增長了11.7個百分點（約占GDP的60%），零售業僅下降了1.6 個百分點（約占GDP的30%）；2）三季度商品貿易余額達到了115億美元（年增長145.2%），而二季度時僅為11億美元（年增長率下降了79.6%），因此，四季度企業收入應會大幅增長。

再來看看三季度的工業情況，第一產業實際增長率為6.7%，大概是自1990年以來增長最強勁的一個季度，主要原因是中央政府實行了農業改革政策。同時，三季度服務業增長率從二季度的8.2%加速至9.3%。但是，三季度制造業和建筑業總體增長率從二季度的11.4%下降到9.7%。

最新經濟數據顯示緊縮政策效果有限

經過一年多的宏觀調控，緊縮政策似乎對經濟的影響有限。三季度大部分經濟指標僅略有下降，按官方公布的GDP數據，下降幅度應遠遠大于此。盡管經濟剛剛顯現出降溫的跡象，但9月份經濟再次開始加速增長。

三季度貿易順差擴大。三季度出口增長了35%，比二季度的37%略有下降。另一方面，進口增長明顯放慢，從二季度的44%下降到三季度的30%，這可能是因為原料進口減少。因此，三季度貿易順差達到了115億美元，而二季度順差僅為11億美元，一季度為逆差86億美元。

由于對人民幣升值的投機，資本流入再次增加。三季度資本流入（新增外匯儲備減貿易順差和FDI）總計為176億美元，而二季度時僅為99億美元。最近M2供應量再次回升（9月為+13.9%，8月為+13.6%），同時，9月份人民幣新增貸款額連續第二個月加速增長，達到了2500億人民幣（8月為1160億人民幣，7月為270億人民幣）。

隨著資本流入的增加，三季度固定資產投資再次加速增長，從二季度的14.2%上升至三季度的25.9%。今年前九個月，城市地區固定資產投資增長了29.9%，僅比1-8月下降了0.4個百分點。

我們估計，僅9月份城市地區固定資產投資年增長率就達到了27.7%，高于8月的26.3%。

針對投資過熱而實施的緊縮政策似乎沒有起到任何作用，固定資產投資增長率再次超過了2003年26.7%的水平，是過去五年平均14.4%增長率的兩倍。

由于中國消費者不依靠舉債消費，因此，零售業保持健康增長。三季度零售業保持了二位數的增長率，估計為13.4%，比二季度的15%有所下降。我們認為，9月份零售額增長率從8月的13.1%和1-7月的12.8%增加到13.7%。除去價格影響，今年前九個月零售額增長了9.7%。我們認為，受到居民收入和儲蓄增加的影響（1-9月城市居民可支配收入實際增長了7%），未來兩年居民消費情況要好于固定資本支出的情況。

由于國內外需求回升，工業生產沒有減速。據報道，1-9月工廠產量增長了17%，與1-8月的17.1%相比，幾乎沒有下降。根據我們的計算，工業產量從二季度的17.6%下降到三季度的15.8% ，但仍高地過去五年平均12%的水平。我們估計，僅9月份工業產量就已增長了16.2%，連續兩個月加速增長（8月為+15.9%，7月為+15.5%）。

過去兩個月物價保持穩定。9月CPI增長率從7、8月的5.3%下降到5.2%。截止到目前，消費通脹率達到4.1%，大大高于2003年1.2%的水平。食品價格上漲是導致今年通貨膨脹上升的主要因素，1-9月食品價格上漲了10.9%，糧食價格飆升了28.4%。同時，住宅成本增加了4.4%。另一方面，服裝、家用電器、交通工具和通訊產品價格繼續回落。未來，其它價格指數，如生產價格指數和企業產品價格指數，也將下降。由于石油價格驟升，我們認為9月生產價格指數將增長近7%，這意味著企業利潤繼續下降。由于生產能力不足，食品和石油價格面臨長期上漲壓力，因此，我們預計通脹壓力將持續存在下去。

改革之路還很長

最新數據表明，中國經濟增長率仍然遠遠高于歷史總水平。我們認為，經濟要回到可持續發展的軌道，各類經濟指標必須降至整體趨勢以下，這樣才能消除以前積累下來的不均衡。鑒于目前經濟增長率僅略有下降，因此，還不能說中國經濟已經實現了軟著陸。經濟增長率高于當前可持續增長水平的時間越長，未來修正這一失衡所需的時間也越長，或者說未來修正這一失衡也越困難。我們認為，鑒于最近公布的統計數據，政府現在還不能放松緊縮政策。為了避免出現新一輪的經濟過熱，政府應在近期內采取進一步的緊縮措施。

跟蹤中國經濟的拐點

在出口、資本流動和房地產銷售方面，市場力量發揮了最大的影響力，而政府控制著經濟的其他方面。因此，出口、外匯儲備，以及房地產銷售可以作為經濟的先行指標。

出口是推動企業收入和銀行存款增長的最重要的因素。外匯儲備增加反映的是資本流入和銀行存款增加；購置房地產會影響到貨幣流動性。我認為，這三個指標將揭示出關于中國經濟周期的許多信息。

由于中國的企業對存貨的關注度不夠，因此，生產指數常常滯后于中國經濟的發展。在最終需求下降的情況下，如果企業能夠得到足夠的資金，盡管庫存激增，中國經濟也會繼續增長，而且增長持續的時間要比通常情況下更長。

出口是重要的先行指標

中國的銀行系統依賴儲蓄發放貸款，而不是依靠債務清償情況。當中國的出口（2003年為GDP的30%）與現在一樣蓬勃發展時，居民和企業的收入也在增加，因此，儲蓄率大幅上升。

如果銀行系統反周期地向出口部門注入資金（1998-2000年曾發生過），出口周期的影響可以被部分抵消。但是，銀行貸款一直是順周期的。這就是為什么，出口下降時，出口對貸款產生了巨大的影響。

就中國的出口實力來說，存在周期性和結構性兩個因素。中國的出口增長率是全球出口增長率的兩倍，在過去兩年里年均增長率為17%。2004年前三季度中國出口比去年增長了35.3%。在前三個周期中，出口在短短12個月中就從高峰下降至近于零的水平，增長高峰出現在二季度。如果出口周期的這種模式不發生變化，那么中國出口增長率將在6個月內下降至約10%（年增長率），并且在12個月中進一步下降至零或負增長。

美聯儲上調利率抑制人民幣投機

每當人民幣投機升溫時，中國的外匯儲備常常會快速增長，這導致流動性過度增長、信貸迅速擴張。外匯儲備激增導致基礎貨幣增加，引發信貸過度增長。信貸過度擴張導致通貨膨脹，資源從儲蓄者流向貸款者，固定資產投資占GDP的比重呈現上升趨勢。

金融機構貸款從二季度的5950億人民幣和一季度的8450億人民幣下降到三季度的3920億人民幣。外匯儲備增長率從二季度的308億美元和一季度的366億美元上升到三季度的439億美元。因此，四季度信貸規模將有足夠的空間進一步擴大。

中國外匯儲備的未來取向取決于美聯儲上調利率的速度，以及石油價格上漲的速度。美聯儲基金利率是決定人民幣投機規模的最重要的變量。盡管美聯儲正在調升利率，但現在利率水平仍然低于通貨膨脹率，這會鼓勵投機行為。如果美聯儲基金利率上調至與通貨膨脹率持平的水平（可能發生在2005年一季度），那么投機行為可能會大大減少。

石油價格將影響到中國的貿易平衡以及對中國經濟的信心。歷來資金只追逐那些不需要錢的人，當人們感到中國從很有錢變為很需要錢時，投機行為可能會停止，投機方向也會發生改變。此外，石油價格飆升也可以改變市場的這種投機預期。

房地產銷售開始放慢

出售房地產是資金從居民手中轉移到企業手中的最主要的渠道。2004年前8個月，房地產銷售量比去年增長了40%。房地產銷售額高達1.1萬億人民幣，相當于2004年GDP的8%，其中80%是住宅。我們估計，同期金融機構貸款因此增長了2.4萬億人民幣。來自于房地產銷售的資金（即使只有30%的首付款流入銀行部門）是企業融資的主要來源。

當資本流入導致信貸過度擴張時，居民收入增長的速度往往落后于投資增長的速度。這是中國房地產市場的弱點之一。居民儲蓄增長停滯導致居民購買力無法滿足房地產供應量。

現在已經出現了房地產銷售速度放慢的暫時跡象。例如，8月份居民住宅銷售額增長了28.3%，而1-2月時增長率為50.7%，銷售量增長率也從44%下降到8.4%。這是自1999年房地產牛市以來，下降時間最長的一次。

第4篇：固定資產投資對經濟的影響范文

Abstract： Subtract： First， a literature reviewis made on the relationship between infrastructure investment and economic development in both China and abroad. Second， based on the industry （e.g. transportation， storage， etc） infrastructure investment panel data （2003-2011） of Shanghai， Henan and Sichuan， a variable intercept and fixed effects regression model is built to analyze the effect of infrastructure investment on economic development. The result shows that infrastructure investment， especially in education， health and social security fields， play positive effect on the economic development.

關鍵詞： 基礎設施投資；面板數據；回歸分析

Key words： infrastructure investment；panel data；regression analysis

中圖分類號：F830.59 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2016）02-0044-02

0 引言

08年起全球經濟整體陷入低迷，各國紛紛采取不同政策以應對經濟危機，其中：通過調整投資政策支持基礎設施建設，借以帶動經濟上揚是快速和有效的手段之一。同期，我國提出四萬億投資計劃，其中大部分用于基礎設施建設。雖然對該計劃的質疑聲有很多，其造成部分行業產能過剩等問題都是熱議的重點，但不可否認，四萬億計劃確實有效地遏制住了經濟增速下滑趨勢，保證了我國經濟保持平穩較快發展，為地區和世界經濟復蘇作出了貢獻。面對未來經濟平穩發展的需要和挑戰，需要從行業視角分析基礎設施投資對我國經濟的影響，甄別各行業的發展對經濟的推動作用，更合理的布置行業發展政策和投資方向。

1 基礎設施對經濟發展影響的研究

World Bank在《1994年世界發展報告》中將基礎設施分為經濟性基礎設施與社會性基礎設施，其中：交通運輸、郵電通訊、水利、能源供給等經濟性基礎設施作為物質資本，直接參與生產過程，有益于提高社會生產能力進而加快經濟增長速度。報告同時指出：“一個國家良好的基礎設施能夠提高生產率，降低生產成本和提高生活水平且基礎設施的服務能力與經濟產出同步增長，基礎設施存量增長1%，GDP就會增長1%”。該結論得到許多學術研究的支持：Rodan認為發展中國家需要通過對基礎設施的大規模投資來推動國民經濟的高速增長。Aschauer的研究證明美國基礎設施投資對經濟增長有顯著的拉動效應。Barro建立了現代內生增長模型，加入了基礎設施變量，提出政府通過提供基礎設施等公共產品可以提高長期經濟增長率。從我國的研究看，范九利和張軍等分別利用中國基礎設施總量數據和地區數據進行了基礎設施與經濟增長關聯的檢驗實證，證明我國基礎設施投入對經濟增長具有顯著推動效應。婁洪從生產要素供給的角度提出了基礎設施資本存量的動態經濟增長模型，分析了基礎設施的擁擠程度對長期增長率的影響機制。為進一步研究基礎設施各行業對經濟的影響程度，文章采用分行業基礎設施投資數據作為研究變量，選取2003-2011年各省GDP、基礎設施投資的面板數據進行建模分析。

2 模型的建立與回歸分析

2.1 面板數據說明

按照World Bank對于經濟性基礎設施的分類，同時考慮到我國行業數據統計口徑，我們選取我國東、中、西部較具代表性的省市自治區上海、河南、四川的2003-2011年交通運輸、倉儲和郵政業（JT）、電力、燃氣、水的生產供應（DL）、教育、衛生和社會保障（JY）、GDP數據作為研究對象。為消除通貨膨脹的影響，本文選擇2000年為基期，計算上海、河南、四川GDP平減指數和固定資產投資價格指數對原始數據進行處理，相關數據均來自《中國統計年鑒》、《中國固定資產投資年鑒》。

2.2 模型參數選擇與數據處理

由于宏觀經濟序列一般都是非平穩的，為了消除其異方差性并能夠反映變量之間對經濟影響的彈性系數，分別對上面各序列進行自然對數變換（lnGDP 、lnJT 、lnDL 、lnJY ）。處理后的數據見表1。

第5篇：固定資產投資對經濟的影響范文

【關鍵詞】房地產；經濟；影響

北京師范大學金融研究中心主任鐘偉認為，儲蓄是美德。中國人的儲蓄習慣，可以幫助應對老齡化問題。政府養老是不夠的，個人、企業的儲蓄非常重要。他批評了刺激消費的觀點。他說：“不要把現在的經濟增長的不太好的，比如說消費貢獻率不夠大的原因歸結為中國人喜歡儲蓄、勤儉節約。勤儉節約是一種美德，不是一種罪過，胡吃海喝是一種罪過，不是一種推動內需的良好的行為。”鐘偉警示，通貨膨脹悄悄偷走了中國人的儲蓄。1980年代，人們想不到養老會需要100萬人民幣，但現在人們就覺得100萬養老很正常，而未來也許1000萬都不夠養老，這都是通脹造成的惡果。“通脹是一種貨幣現象，其他都是扯淡。”于是，房價就是一種貨幣現象。老百姓為了在通脹中保護自己的財富，不得不選擇投資房產，這是房價上漲的最重要的原因。

1 房地產對經濟的影響力被忽視

從經濟的發展階段看，本世紀中國正好進入房地產大規模消費的階段。房地產作為特殊的商品他能帶動大量投資，也能帶動大額消費。許多人看到房地產與政府過從甚密。卻忽視了房地產對經濟增長和擴大內需的巨大的拉動作用，房地產是一個涵蓋了固定資產、居民和政府消費以及城市建設等諸多方面的特殊部門，其經濟寬度和影響力，是其他行業無法比擬的。

2 房地產投資的經濟貢獻

房地產對中國經濟增長的貢獻，首先來自房地產投資。首先，房地產投資與經濟增長之間的關系：

2.1 房地產投資對經濟增長的初始效應遠遠高于其他行業,對經濟增長的貢獻度也較高。

2.2 房地產部門增加投資所帶動的產業內部收入增加較小,其產業收益的增加具有滯后性與分散性的特點,故房地產投資對經濟增長的直接效應較小。

2.3 房地產投資對經濟增長的間接效應大于其初始效應和直接效應的總和,所以房地產投資對經濟增長的間接效應較大。

2.4 房地產投資占固定資產投資比例過大會在一定程度上降低對經濟增長的貢獻。因此,要在固定資產總量平衡的前提下,調節好房地產投資占固定資產投資的比例。

其次，房地產投資與產業發展之間的關系：

從關聯產業來看,房地產投資與租賃和商務服務業、金融業、文化、體育和娛樂業、住宿和餐飲業,居民服務和其他服務業,房地產業,郵政業,金屬制品業,石油加工、煉焦及核燃料加工業,儀器儀表及文化辦公用機械制造業,信息傳輸、計算機服務和軟件業,電氣機械及器材制造業。

3 對政府土地收入的貢獻

政府通過房地產開發而取得的土地收入，主要用于城市建設。因此，可以把這項開支實際上視同投資，并對地方直接帶來經濟貢獻。從房地產的投資和消費兩個層面，同時對經濟發展發揮著影響作用。中國正處在房地產集中消費階段，加上中國人對房地產有著特殊的情節，便是德房地產業顯得更加興旺，對經濟的帶動能力比任何經濟體都要大。

4 中國房地產業對住房消費和住房投資的貢獻

傳統理論將居民購房活動主要區分為住房消費與住房投資兩大類。二者的區別在于，前者購買的住房用于自己家庭居住，后者購買的住房并非用于自己家庭居住，而是為了出租以獲得租金，或者等待住房價格上漲將其出售，以期從資產價格的上漲中獲利。至于住房投機，它是與住房投資既有區別，又緊密相關的活動。雖然在學理層面上存在將二者清晰厘定的可能性，但正如徐滇慶所言，“在現實操作層面上對住房投資與住房投機進行區分是很困難的，很難在二者之間劃出清晰的界限，在一定條件下正常的投資也許很快就轉變為投機行為。”因為本文主要討論房地產業宏觀調控，宏觀調控顯然屬于現實操作層面，所以本文并未將住房投機單獨作為一類活動與住房消費和住房投資相并列來進行考察，而是將其置于廣義的住房投資的范疇之內。

從經濟學理論層面而言，對居民購房性質的研究至少存在三種分析視角：其一，基于國民經濟帳戶體系(SNA)的分析視角；其二，基于需求目的的分析視角；其三，基于虛擬經濟理論的分析視角。在不同分析視角下，對于居民購房性質，或者說對于何謂住房消費、何謂住房投資會得出截然不同的結論。每一種結論都建立于自己獨特的分析視角之下，亦即只有基于各自獨特的分析視角，才能找到其結論的合理性。對住房消費與住房投資在多重視角下的重新解讀，從理論層面修正了傳統認識，為重新審視住房消費、住房投資與金融危機的關系，以及重建我國房地產業宏觀調控的理論基礎奠定了根基。

中國房地產業宏觀調控，特別是2005年以來的本輪房地產業宏觀調控高度重視住房消費與住房投資，尤其突出地表現為對二者的區別對待。“鼓勵消費，抑制投資”成為房地產業宏觀調控的基本原則之一。一系列影響重大的房地產業宏觀調控政策，如“舊國八條”、“新國八條”和“國六條”等為此做了最好的詮釋。同樣是居民購房行為，卻因購房目的不同而被區別對待。消費與投資之分，就像中國歷史上的“華夏與夷狄之分”一樣，被反復強調。住房消費如同“華夏”，不僅在房地產業宏觀調控中受到政策的支持和鼓勵，而且在道德層面上也占據優勢地位；相反，住房投資如同“夷狄”，不僅在房地產業宏觀調控中受到政策的抑制和區別對待，而且在道德層面上也往往被置于受歧視的地位。抑制住房投資的主要原因之一是：在傳統理論看來，住房投資與信貸危機，乃至整個金融危機或經濟危機有著某種天然聯系；而住房消費似乎具備某種“抗體”，其引發信貸危機，乃至金融危機或經濟危機的風險卻很小。

許多學者把居民購買的用于自己家庭居住的住房看作是消費品，但他們卻忽略了其有別于其他普通消費品的特殊性，而試圖用研究普通商品價格形成與波動的方法來研究商品住房的價格形成與波動，即試圖僅僅使用實際經濟因素如人口數量、居民收入水平、就業率等指標來解釋和預測住宅價格的周期性波動，這就忽略了商品住房具有的有別于普通消費品的虛擬資產屬性，采用這樣的方法做出的預測往往是失敗的。根據居民收入、家庭數量、人口數量、就業量、每年房屋建造許可和開工數量、空置率等實際經濟變量及商品住房價格滯后變量對商品住房價格進行回歸分析。

結果表明，這些解釋變量對商品住房價格雖然具有一定的解釋能力，但是，難以預測價格變動的拐點，即使是預測最準確的模型錯誤率也高達52.73%。這是因為隨著商品住房虛擬資產屬性的日益增強，其價格波動越來越受到貨幣和資本市場等虛擬經濟領域因素的影響，而實際經濟因素對商品住房市場的影響在逐步減弱。

參考文獻：

[1]王春新中銀《財經述評》2010年3月26日第36期.

[2]鐘偉：中國的房價是一種貨幣現象 網易財經《意見中國――網易經濟學家訪談錄》2011年7月27日.

[3]冷輝 冷奇安徽房地產的開發投資及其經濟貢獻分析《合肥工業大學學報（社會科學版）》2009年10月.

第6篇：固定資產投資對經濟的影響范文

雪災對中國經濟的短期影響較大

文/賀振華

2008年1月份以來，我國大半地區遇到了罕見的雨雪災害天氣，截止到2月12日，官方報告直接經濟損失已經達到1111億元，受災地區達到20個省（市），受災人口超過1億人，死亡107人，失蹤8人，受災農作物1.77億畝，絕收2530畝；森林受損面積近2.6億畝；倒塌房屋35.4萬間。事實上，2月1日以后，南方地區，包括浙江、江蘇、上海、安徽、江西、湖北、湖南、廣西、云南、貴州再次遭遇雨雪天氣，可以預見，實際損失應該超過1111億元。

此次雪災主要影響南方地區，很大一部分是中國經濟最發達的地區，因此對一季度經濟增長的影響比較大。通過對受影響地區的投資、出口、電力和運輸情況進行比較分析，我們認為此次災害由于時間長、范圍廣，將拉低一季度投資3.97個百分點，拉低出口2.8個百分點，基于不同的情景，影響經濟增長0.35~1.04個百分點。一季度經濟增長速度可能為10.1%，最差為9.7%。不過就全年來看，由于一季度經濟總量占全年之比很低，并且一季度所受影響很容易在其他三個季度補足，所以雪災對全年經濟增長和企業業績的影響不大。

投資 ：一季度拖累3.97%

受影響地區的投資占比超過50%

我們有必要把此次受災地區予以區別對待，根據民政部的災情統計，湖南、貴州、廣西、江西、湖北、安徽是受影響最為嚴重的地區。

河南、陜西、甘肅、青海、新疆、寧夏其次。我們把這些地區歸為第二類。

江蘇、浙江、上海受災時間稍后，但是也非常嚴重。我們把這些地區歸為第三類。

廣東則由于周邊湖南、江西、廣西、貴州均遭遇嚴重災害，必定受到很大牽連。

從這些地區的投資額來看，受災最嚴重地區的投資額占全國投資額的15.95%；第二類地區的投資占比為20.68%；第三類地區占比16.61%，廣東占比6.15%。

第一類地區的固定資產投資受影響時間至少在一個半月（受災開始到災害天氣結束接近一個月，必要的恢復時間半個月）。

第二類地區受影響時間應該在一個月左右。第三類地區的受影響時間也應該在一個月左右（從1月下到2月中）。廣東的受影響程度取決于湖南、江西、廣西、貴州的交通和原料供應的恢復程度，預計受影響時間也應該在半個月到一個月左右。

這樣看來，至少有16%左右的固定資產投資要受到有一個半月的影響，其中很長一段時間的投資可能接近零。而另外43%左右的固定資產投資要受到一個月的影響。這就意味著，1月份59%的固定資產投資要受到影響，2月份估計也會有23%以上的投資受到影響。

災害將拖累一季度投資下降3.97%，但是對年度投資影響非常有限

1月份和2月份本來就是投資很少的月份，所以對年度影響非常有限。但是我們有必要做進一步分析，如果假定最終每個月均有1/4的投資無法進行,一季度投資可能比正常情況減少3.97%。這意味著如果后期沒有“補足”，則全年影響程度為0.8%，考慮到后期一般會“補足”，則基本沒有影響。

因此從這個角度來看，影響投資最重要的還是企業投資意愿和國家的調控政策。

出口：一季度拖累2.8%

受災地區占比大

南方地區是我國出口企業最集中的地區，廣東、浙江、江蘇、上海幾個省市占據了我國總出口的近76%，因此這些地區受災，必然影響到我國的出口。但是，受影響最大的地區出口占比只有大約46%，如果排除浙江、江蘇和上海，則只有大約6%。

一季度出口比正常水平少增2.8%

當然，由于1月份和2月份正值冬天，也是農歷新年，所以出口量占全年的比例相對較小。

但是也必須指出，由于南方地區的天氣比較暖和，所以1月份和2月份出口占比也依然高于全國平均水平。1月份出口約占全年的7%，二月份稍低，占6.5%。

所以這樣算來，如果湖南等地減半，江蘇、浙江只減少1/6，廣東基本不受影響，則一季度出口減少2.8%。全年來看，大約只有1.06%的出口受到影響，即如果不考慮日后“補足”，災害可能拉低出口0.76%。

用電與運輸對一季度經濟增長的影響

用電

對于大部分企業而言，斷電的影響最大。而此次雪災造成的最大影響就是電力中斷。據統計，一共有16個省份先后出現拉閘限電的情況。受災最嚴重的是華中電網和南方電網。華中電網一度有70%受到破壞。而南方電網中的貴州、廣西受災非常嚴重，貴州的500千伏的網絡一度大部損壞。從現在的統計來看，另外兩個受影響比較嚴重的地區是浙江和安徽（屬于華東電網）。

當然，按照往年的經驗，1月份和2月份本來就是用電低谷。1月份用電占全年的7.9%，2月份約占6.2%。從目前的情況來看，大部分受災地區的用電至少要受到一周的影響，我們沒有各個地區用電占比的準確數據，但是考慮到南方各省是經濟最發達的地區，投資占全國投資的60%，用電量也應該占到60%左右的水平。這樣推算的話，如果假定有1/10的用電（總共3990萬千瓦缺煤停機，總裝機容量為7.1億千瓦，約有6%受到影響，加上電網受損的因素，受影響用電應該有10%）受到影響，則一季度2%受到影響。全年大約有0.4%的用電需求受到潛在影響。當然，我們也必須考慮到，不可能所有地區在所有時間都受到影響。

我國目前的電力彈性系數大約為1.3，因此如果電力需求下降2%，則一季度投資僅僅因為電力短缺就要受到1.5%的影響。

運輸

所有受災地區的交通運輸量約占全國總量的52%，這就意味著，交通運輸生產也會受到影響，相應的，這些地區企業的生產、銷售和投資也會受到相應影響。從目前來看，水運受影響最小，空運次之，鐵路運輸再次，公路運輸受影響最大。

就鐵路運輸而言，受災地區運量占全部運量的38.2%，其中受影響最為嚴重的京廣線運量約占總運量的2.4%。但是，由于鐵路運輸互相關聯，京廣線的緊張很容易影響其他線路，所以潛在影響應該大于2.4%。

就公路運輸而言，受災地區的占比為58%。

不過，各省1月份和2月份運量占全年之比分別在5%和4%以下，也就是說兩個月加總的占比在9%以下，這樣推算，最差的情況是潛在受影響運力占全年公路運力的3%。

就水運而言，受影響地區占比大于70%，但是由于水運受影響不大，所以總體影響很小。

總結起來，從用電及運輸的情況看，我們有必要對一季度的工業生產和經濟增長保持謹慎，因為這兩個指標是最有代表性的。

通脹、經濟增長和行業

經濟增長受累0.35~1.04個百分點

第7篇：固定資產投資對經濟的影響范文

關鍵詞：積極財政政策 政府投資 私人投資 SVAR模型

引言

金融危機后，歐美一些發達國家經濟依舊陷于債務危機，同時受到人民幣升值以及貿易保護主義等多方面因素影響，外貿在短期內已難成為拉動我國經濟發展的主要動力。而居民的消費意愿和能力受限于工資水平較低以及社會保障的不完善，在短期內也難成為驅動經濟增長的主要動力。投資無疑成為當前穩定經濟增長的首選工具。投資從主體分，可以分為政府投資和私人投資，而私人投資可以進一步細分為國內私人投資和外商投資。

經驗表明，歷次經濟增長乏力的情況下，政府投資具有見效快、易實施的特點，屢次被政府作為拉動經濟的法寶。特別是2008年以后，在政府采取的“4萬億元財政支出計劃”、“十大產業振興規劃”、“積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策”等措施的共同作用下，我國投資出現了大幅增長，實現了穩增長的目標。但是學術界對政府主導的大規模直接投資對經濟的影響存在較大爭議。支持者認為積極的財政政策對私人投資具有明顯的擠入效應，降低了失業率，穩定了經濟；反對者認為，大規模政府投資刺激經濟的做法在短期內雖有一定效果，但是對私人投資有擠出效應，進一步惡化了產業結構，導致產能過剩問題愈加嚴重。2012年上半年的數據表明我國經濟出現下滑的趨勢，國家發改委和地方政府相繼出臺了增加政府投資的政策和計劃。根據近期的政府投資計劃，將遠遠超過2008年的投資計劃總額。政府與學者，以及學者之間就是否繼續使用擴大政府投資作為穩增長的手段爭論愈加激烈。

文獻綜述

大部分學者認為中國政府投資對民間投資有擠入效應。因為中國社會上存在大量閑置資金，利率形成機制尚未市場化，并且銀行體系中的超額準備金表明中國經濟中不存在資金需求競爭，因此政府借款不會導致資金需求上的競爭（曾令華，2000；王志偉等，2010）。由于信息的不對稱，私人投資存在盲目性和非理性等原因，存在著顯著的擠入效應（劉小文，2008）。而中國積極財政政策的投資領域重點是高速公路、機場、鐵路，以及農田水利、生態環境等基礎設施領域，而這些領域本來就是私人投資無力也不愿涉足的領域，并且完善的基礎設施可以在私人投資缺乏利率彈性的情況下促進其發展（張海星，2001；賈松明，2002）。不管是從財政投資總量來看還是從財政投資的分類來看，對私人投資拉動效應都很強，且時滯較短，拉動效應的持續時間相對較長（郭慶旺、賈俊雪，2005）。利用VAR模型和脈沖響應分析法研究公共投資對私人投資的影響，發現擠入效應在當期表現得較為明顯，長期趨于減弱（吳洪鵬、劉璐，2007）。對黑龍江省和浙江省的政府投資、私人投資進行協整分析和脈沖響應函數分析，表明政府投資和私人投資之間存在長期穩定的均衡關系，表現為微弱的擠入效應（叢穎，2009； 郭鷹，2009）。

而主張政府投資擠出私人投資的學者認為，積極財政政策的實施導致市場利率提高和國債投資擠占了社會資金，即政府投資擠出了私人投資（戴園晨，1999）。政府投資同樣的項目，只是取代了原來的非國有投資（劉扭霞，2000）。由于政府投資會與私人部門爭奪資源、人才，在市場資金不足的情況下，原先用于私人部門的資源會轉向于公共投資（莊龍濤，1999），擠出效應從需求和供給兩個方面產生作用（王宇，2003），而且還對消費產生擠出效應（于天義，2002）。隨著金融市場機制作用的發揮和經濟景氣回升，資源得到充分利用，擠出效應將愈加明顯（梁學平，2003）。通過SVAR模型和脈沖響應分析方法實證檢驗，表明政府投資擠出了私人投資（楚爾鳴、魯旭，2008）。

現有研究對于分析政府投資對私人投資的影響做出了有益的嘗試，并且得出了一些較為可行的建議，但是也存在四個方面的不足。第一，現有研究大多籠統的將固定資產投資中扣除國有投資后作為私人投資進行分析，未能區分政府投資對國內私人投資和外商投資的不同影響。第二，部分研究選擇區域或者省份為研究對象，不具有全局意義。第三，定性研究較多，而實證研究采用的數據值得商榷。比如，改革開放初期私人資本有限，固定資產投資主要為政府投資，選取這部分數據會嚴重干擾總體上政府投資對投資結構影響的準確性。第四，部分實證研究模型設定不嚴謹，假設存在謬誤，特別是參數估計不準確。

本文的研究在全國層面，區分私人投資為國內私人投資和外商投資，設定合理的假設，應用SVAR模型和脈沖響應函數分析，探討積極財政政策對私人投資的影響。

模型選擇與設定

政府投資對私人投資影響的相關實證研究多使用VAR模型。但由于VAR模型并沒有給出變量之間當期相關關系的確切形式，即在模型的右端不含有當期的內生變量，而這些當期相關關系隱藏在誤差項的相關結構之中，是無法解釋的，所以本文將采用SVAR模型（Structural VAR model，結構VAR模型），即在模型中包含變量之間的當期關系。

（一）典型的SVAR（p）模型和識別

包含k個變量，滯后期為p階的結構向量自回歸模型SVAR（p）如下：

（1）

其中：Γ0是內生變量的k×k維系數列向量；Yt是k×1維內生變量列向量；c為k×1常數矩陣；Γp是p階滯后期內生變量的k×k維系數矩陣；p表示滯后期數；ut為隨機擾動向量結構式殘差k×1維列向量，也是作用在內生變量Yt上的結構式沖擊。

對于 SVAR 模型的識別問題，其基本思想就是，通過一定的約束條件，使得估計出的VAR 模型對應的系數矩陣、對應的方差矩陣等統計量的個數不少于SVAR 模型中待求的未知量的個數。SVAR模型識別通常施加以下兩個約束條件：一是對稱矩陣的限制。一般采用的形式是令其為對角矩陣，即假設SVAR 模型中的結構擾動項之間彼此互不相關。該假設經常被認為是比較合理的假設，因為擾動因素之間在很多情況下確實并沒有很強的關聯性。二是通過經濟理論對矩陣Γ0進行適當的限制來獲得，即Γ0應該有一定的經濟含義解釋。

（二）研究模型設定

本文主要考察積極財政政策背景下，政府投資的變動如何沖擊國內私人投資、外商投資和國內總產出。因此做出如下兩個假設：

假設1：政府投資受到外生變量財政政策的沖擊，即結構性沖擊為其自身，因此假設國內私人投資、外商投資和國內總產出對政府投資沒有沖擊影響。

假設2：考慮到國內私人投資和外商投資都是私人投資行為，假設彼此的沖擊效應系數相等。

因此模型中含有4個內生變量，即k=4。根據模型基本約束條件和上述兩個約束假設，將SVAR模型的殘差et和結構性殘差ut之間的線性關系矩陣設定為：

（2）

變量的排序依次為：政府投資（GI）、國內私人投資（NPI）、外商投資（FI）、國內總產出（GDP）。因此得到模型的識別方程為：

eGIt=uGIt （3）

（4）

（5）

（6）

其中eti表示第i個變量的殘差；uti表示第i個變量的結構性殘差；aij表示第j個變量對第i個變量的結構式沖擊系數；根據假設2，得aFINPI=aFINPI。至此，完成了模型估計的基本設定。

數據說明與處理

政府投資和私人投資并無官方準確界定和數據。本文將國有投資作為政府投資（GI），并將私人投資細分為國內私人投資（NPI）和外商投資（FI），以考察政府投資對投資結構以及國內總產出（GDP）的影響。根據年鑒中投資主體的登記類型數據，國有投資直接獲取，外商投資為港澳臺投資和外資加總獲取，而國內私人投資為總投資扣除上述三項投資的數據。《中國統計年鑒》1993年之后才單獨公布港澳臺投資和外資數據，考慮得到實際變量的準確性和數據的易得，因此本文數據時間跨度為1993-2010年。取研究變量的對數以減少數據非線性變化對實證分析的影響，即LNGI、LNNPI、LNFI、LNGDP。

實證分析

（一）變量ADF檢驗

由于VAR理論要求模型中的變量平穩，基于VAR模型提出的SVAR模型必須進行變量的平穩性檢驗。本文采用ADF單位根檢驗，結果見表1。變量LNFI為無截距項和無趨勢項1階平穩序列，其他三個變量為無截距項和無趨勢項2階平穩序列。因此對四個時間序列的2階差分序列進行分析。

（二）模型檢驗

經過在Eviews6中使用差分序列進行SVAR模型的滯后期P值測定，結果無外生變量的滯后期2階為模型最優，即本文為SVAR（2）模型。

VAR模型的穩定性通過對模型的AR根值是否大于1，或AR根值圖是否有點落在單位圓之外來判定，見圖1。經測定，AR根值都小于1，最大值為0.994353，表明模型SVAR（2）是穩定的；殘差合成自相關檢驗也表明殘差序列不存在自相關。

（三）模型估計結果及分析

模型分析變量的排序依次為：政府投資、國內私人投資、外商投資和國內總產出。結構參數估計結果見表2。

由表2可知，系數估計都通過了Z統計量1%臨界值的檢驗。aGINPI=20.93627>0，即1個百分點的政府投資沖擊導致國內私人投資新息增加20.93627個百分點，表明政府投資對同期國內私人投資產生較為明顯的擠入效應。aFINPI=aNPIFI=-22.582290，即1個百分點的國內總產出沖擊導致國內私人投資新息增加51.85677個百分點，表明國內私人投資得益于經濟的長期穩定增長。aGIFI=12.75200>0，即1個百分點的政府投資沖擊導致外商投資新息增加 12.75200個百分點，表明政府投資對外商投資具有較為明顯的擠入效應，但是不如對國內私人投資擠入效應大。aGIGDP=-8.1442150，即1個百分點的國內私人投資沖擊導致國內總產出新息增加 27.07751個百分點，表明國內私人投資是推動中國經濟穩定增長的主要動力。aFINPI=8.842398>0，即1個百分點的外商投資沖擊導致國內總產出新息增加8.842398個百分點，表明外商投資對于中國經濟增長具有一定貢獻。

（四）脈沖響應函數分析

本文的研究目的在于探討積極財政政策所帶來的政府投資對國內私人投資、外商投資和國內總產出的沖擊影響，因此僅給出國內私人投資、外商投資和國內總產出對1單位標準差政府投資結構沖擊的脈沖響應軌跡。觀察期長度10，圖中實線部分為脈沖響應軌跡，虛線部分為1%的置信水平，見圖2、圖3和圖4。

從圖2可以看出，在所觀察的10期中，政府投資對國內私人投資沖擊產生明顯周期性變化。國內私人投資在第1期具有正向的響應，即政府投資對于國內私人投資在第1期具有擠入效應（1.9359%）。在第2期出現擠出效應（-1.4939%），在第4期出現最大擠出效應（-1.9642%），在此后呈周期性變化，逐漸收斂。

圖3所示觀察的10期中，政府投資對外商投資沖擊也呈現周期性變化，與其對國內私人投資沖擊影響一致。外商投資在第1期表現為微弱的擠入效應（1.6738%），在第2期沖擊效應不明顯。但是在第3期出現最大擠出效應（-6.2978%），在此后呈周期性變化，逐漸收斂。

圖4表明，在所觀察的10期中，政府投資對國內總產出沖擊也呈現周期性變化，但是周期比對私人投資的沖擊周期要長，周期長約5年。國內總產出在第1期具有反向的響應，即政府投資在當期干擾經濟的穩定（-2.7006%）。在第3期，政府投資對國內總產出具有明顯的推動作用（3.1223%）。在第5期產生最大沖擊（-2.9793%）。在此后同樣呈周期性變化，逐漸收斂。

結論與建議

通過包含政府投資、國內私人投資、外商投資和國內總產出四個內生變量的SVAR（2）模型參數估計和政府投資對其他三個變量的脈沖響應函數分析，結果表明：政府投資對對國內私人投資有明顯的擠入效應，對外商投資有微弱的擠入效應，但對國內總產出具有明顯的沖擊干擾，影響經濟穩定；國內私人投資與外商投資之間表現出明顯的競爭性和替代性，并且對經濟增長都有正向沖擊，但國內私人投資對經濟的穩定增長貢獻明顯大于外商投資；國內總產出能有效促進國內私人投資，并且吸引外商投資的持續流入。

在當前經濟放緩、出口受阻和內需不足的背景下，政府投資作為短期穩定經濟的重要工具，具有重要意義。建議繼續實施積極財政政策，同時進一步放寬私人投資領域，擴大政府投資以帶動私人投資，保持經濟的穩定增長。但是政府投資明顯周期性沖擊經濟的穩定，這與周期性的積極財政政策有密切關系。因此不能濫用積極財政政策，導致經濟不穩定。國內私人投資表現出明顯的親經濟周期的表現，經濟的持續穩定增長，有效地鼓勵了國內私人資本的積累，同時吸引外資的進入。因此長期中，經濟的穩定增長還需要依靠鼓勵國內私人投資，吸引外商投資。同時，需要注意到國內私人投資與外商投資之間表現出較強的競爭性和替代性。出于對國家經濟安全和產業競爭力的考慮，在保證各類資本平等地位的同時，應該對某些領域注意對外資的限制和對國內私人投資的鼓勵和保護。總的來說，在短期內，積極的財政政策需要調整政府投資方向和結構，避開與私人投資的競爭，充分發揮私人投資對經濟增長的貢獻。在長期中淡化積極財政政策，以國內私人投資為主導，輔之以外商投資，并加快收入分配體制改革，激發消費對經濟增長的推動作用。最終實現中國經濟由投資、外貿和消費驅動轉為消費、投資和外貿驅動的內生發展模式。

參考文獻：

1.張曉峒.EViews使用指南與案例.機械工業出版社，2009

2.田杰棠.近年來財政擴張擠出效應的實證分析.財貿研究，2002（3）

3.劉金全，于惠春.我國固定資產投資和經濟增長之間的影響關系的實證分析.統計研究，2002（1）

4.曾令華.近年來的財政擴張是否有擠出效應.經濟研究，2000（3）

第8篇：固定資產投資對經濟的影響范文

SARS對經濟增長率的負面影響約達1.5個百分點

自去年11月份在廣東省發現首例SARS病例以來，SARS的擴散大體上可分為四個階段。第 一階段是從去年年底到今年2月份，疫情主要在廣東省內傳播，并于2月份進入高發期。第二 階段是2、3月份間，疫情從廣東省開始向外傳播。其中影響最大的是香港、北京等地。第三 階段是3月下旬以來，廣東省的疫情開始從高峰期下降，但北京、山西等地的疫情上升并向 其他地區擴散。第四階段是自5月中旬以來，以北京的疫情從高峰期平臺下降，其他地區的 疫情也開始緩解，疫情被控制在部分地區。雖然疫情最嚴重的階段已經過去，但形勢依然嚴 峻。在少數省份，疫情還有向農村地區蔓延的趨勢，少數地區傳染源還沒有完全被控制，一 旦防疫工作出現松懈和疏漏，疫情都有反彈的可能。同時，由于在醫學上還沒有找到治療和 預防SARS病毒的有效藥物，目前還沒有能力消除SARS病毒，SARS對人類健康和生命的威脅仍 將在相當長的時期存在。

然而，從目前的發展趨勢上看，我們認為疫情在6月底以前能夠基本得到遏制。基于這 樣的判斷，我們認為SARS對中國經濟的直接沖擊是暫時的，二季度受到的影響最大，三季度 開始減弱。全年經濟運行可能會出現“U”字型增長態勢，第一季度最高，二、三季度最低 ，第四季度快速回升。

現根據我們對疫情發展的總體判斷，通過對受SARS直接沖擊最為明顯的幾方面情況的分 析，初步估算SARS對經濟可能造成的負面影響。

1．SARS將使旅游收入減少20％，對GDP的直接影響為1個百分點左右

旅游業以及相關服務業受到SARS的負面影響是首當其沖的。2002年我國旅游業總收入占 當年GDP的5.4個百分點，二、三季度我國接待入境游客和旅游外匯收入在全年入境游客總 人次和外匯收入的比例分別為51％和53％。受SARS的影響，許多國家了來華旅游“勸戒 令”。從3月份開始，到北京旅游的境外游客減少了80％。國內旅游業4月中旬開始陷入半停 業狀態，僅今年“五一”黃金周的旅游收入減少將會使全年的旅游收入減少5％左右，并且 會導致鐵路、民航以及一些疫區景區的旅游收入以更大的幅度減少，相當部分的旅行社出現 虧損。這種影響將持續到第三季度。預計今年二、三季度的旅游收入比上年減少40％，這將 使全年旅游收入同比下降20％，全年GDP增長率將因此而下降一個百分點。

2.SARS將使消費品零售總額增長速度下降一個百分點

餐飲業零售額占社會消費品零售總額的13％左右。由于居民減少外出就餐和公務、商務 性活動減少，預計今年二、三季度全國餐飲業零售額減少20％，使全年社會消費品零售總額 增長速度下降一個百分點左右。批發零售貿易業占社會消費品零售總額的81％。SARS對批發 零售業和其他零售業的影響雖不如餐飲業明顯，但也會一改今年一季度較快的增長勢頭，預 計二、三季度與去年基本持平。今年全年社會消費品零售總額的增長速度將從原先預測的9 ％降為8％(去年為8.8％)。

SARS對經濟的影響首推對居民消費支出的影響，特別是對醫療保健、交通通訊，以及娛 樂教育文化服務三大類支出。其中，對交通和文化娛樂支出的影響最大，這兩項消費支出約 占城鎮居民平均支出的6％左右。SARS雖然會增加人們的醫療保健支出，但由于這項支出是 非正常性支出，會對正常性支出產生擠出效應，因此這兩方面的影響可以相互抵消。由于城 鎮居民消費約占最終消費的45％左右，交通和文化娛樂方面的支出約占最終消費的3％左右 。受SARS的影響，如果城鎮居民在交通和文化娛樂方面的支出減少1/3，再加上占最終消費3 5％的農村居民消費也會相應地減少，SARS可能會使全國的最終消費減少1.5個百分點左右 。雖然為防治SARS的傳播，政府會追加支出建立一些醫療設施，但有關報道表明，即使把去 年的專項資金投入到今年使用，總額也只有55億元，對最終消費的影響微不足道。需要說明 的是，SARS對居民消費支出的影響直觀地反映在對旅游及相關收入的影響上，這在前面已經 進行了估算，因此這部分對GDP的影響不應再進行重復估算。同時，由于我們重點是針對SAR S對今年經濟影響的程度進行分析，因此也沒有計入消費支出下降所產生的乘數效應，但從 長期看，乘數效應是存在的，對經濟的負面影響也會相應地放大。

3．全年可能出現對外貿易逆差，影響GDP 0.3～0.5個百分點

今年一季度，我國在對外貿易和吸引外商直接投資方面繼續保持高速增長的局面，其中 出口同比增長33.5％，進口增長52.4％。由于無論是對外貿易還是利用外資合同，都需要 經過多輪商務談判才能最終確定。受SARS的影響，今年后三個季度，特別是下半年我國外經 貿形勢不容樂觀。其中，占貿易總額42％的一般貿易出口受外界環境變化的影響最大。廣交 會在一定程度上反映了今年全年一般貿易出口的情況。近年來，每年春秋兩季（兩屆）廣交 會出口成交額平均為130億美元，平均每一屆占當年一般貿易出口額的10％以上（加起來在2 0％以上）。但今年春季一期的出口成交額僅為33億美元，還不到今年1、2月份單月一般貿 易出口的1/3（1～2月一般貿易出口額229億美元，累計增長16.8％）。受SARS的影響，預 計今年二、三季度投資貿易洽談會和境外的一些參展活動也不得不延期或取消，這對全年一 般貿易出口的影響是非常大的。預計全年一般貿易出口可能會出現一定程度的逆差，導致凈 出口對GDP增長由去年的正拉動變成今年的負拉動，影響在0.3～0.5個百分點左右。

作為我國主要貿易伙伴，東南亞、我國香港和臺灣地區同樣遭受SARS疫情的襲擊而使我 國對外經貿環境惡化。2002年中國大陸與臺灣省、東盟和中國香港的進出口貿易額分別增長 了38.1％、31.7％和23.7％，與這些貿易伙伴的貿易額占全國進出口貿易額的比重分別 為7.2％、11.1％和8.8％。由于香港、臺灣和東南亞同屬重點疫情區，雖然SARS不可能 改變中國對外貿易和吸引外資高速增長的總體趨勢，但勢必會對與這些經貿伙伴的經濟聯系 產生沖擊，推遲這些活動的開展。受SARS的影響，對美日歐等國的出口也會深受影響，全年 進出口貿易額的增速比2002年的21.8％大大減緩，其中出口增速將下降至10％以下。

4．SARS對全年投資增長的負面影響相對較小

SARS對投資產生的負面影響主要表現在投資信心的波動，以及與投資活動有關的商務考 察、談判不能正常舉行上。近日來，證券市場出現動蕩，4月24日股指下跌3％左右，反應出 證券市場投資者信心波動。證券市場的波動將影響企業融資規模。人們減少出差使與投資活 動有關的商務考察、談判在二、三季度不能正常進行，SARS對固定資產投資的負面影響將在 三、四季度和明年初更明顯表現出來。但由于我國目前處于經濟景氣上升期，企業投資積極 性較高，一季度固定資產投資增勢強勁。同時，投資活動計劃性、目的性較強，增長慣性較 大，再加上政府對SARS防治工作的高度重視，預計全年投資增長幅度仍然可以保持在15％以 上。

利用外資直接投資可能會受到暫時沖擊。2002年我國共引進外商直接投資527億美元， 比上年增長56.7％，引資數額創下了歷史最高水平。在2002年引進的外商直接投資中，來 自中國香港和臺灣地區的外商直接投資分別占全部引進外資的34％和7.5％，來自東盟的外 商直接投資也占7％左右。由于來自香港的外商直接投資在去年達到180億美元，若今年減少 1/5，加上來自其他地區外資減少的量，全年引進外商直接投資可能會低于500億美元。

總之，上面只是對SARS對今年中國經濟的影響進行了比較粗略的分析，其條件限定在SA RS的嚴重影響僅限于第二、三季度，疫情能夠在一定程度上得到控制，社會保持基本穩定。 由于中國經濟正在進入一個較高的增長區間，諸多積極的影響和有力因素能夠在一定程度上 抵消SARS的消極影響，我們認為SARS對中國經濟增長率的負面影響可能會在1.5個百分點左 右，預計全年經濟增長率仍然可能保持在7.5％左右，高于年初確立的7％的調控目標。即 便如此，上述預測仍然存在很大的風險，比如各個地區為控制疫情進一步發展所采取的果斷 措施對經濟的負面影響（關閉和隔離一些服務性行業可有效控制疫情，但對這些行業的短期 沖擊是巨大的），又比如消費的替代（在城市，乘座交通工具出行減少的同時，騎自行車的 人數增加，使自行車的銷量增加），這些都增加了預測結果的不確定性。

就業等長期性深層次矛盾將更加突出

今年一季度我國經濟增長率為9.9％，比去年同期快2.3個百分點，是1997年以來增長 速度最快的季度。種種跡象表明，我國經濟正在進入新一輪景氣循環的上升期，但經濟增長 的基礎還有待進一步穩固。SARS有可能會使經濟運行中一些長期性深層次矛盾更加突出，這 主要表現在：

第一，使投資與消費之間的矛盾更為突出。目前經濟的高速增長，主要是投資和外貿出 口拉動型的高增長，一季度全社會固定資產投資同比增長27.8％，比上年同期加快8.2個 百分點。相比之下，社會消費品零售總額只增長了9.2％，僅高出去年同期0.8個百分點。 表現在物價方面，一季度工業品出廠價格上漲了3.6％，原材料、燃料、動力購進價格上漲 了4.6％，而居民消費價格只上漲0.5％。消費需求受SARS的直接影響比投資需求大，投資 與消費增長不平衡的矛盾進一步突出。

第二，有可能進一步拉大收入差距。如果SARS疫情向中西部地區擴散，向貧窮地區傳播 ，會給那里的一些弱勢群體的生活造成更大的影響，使因病返貧的人口迅速提高，這可能使 我國幾年來花大力氣實施的降低最貧困人口的努力在部分地區功虧一簣。同時，SARS還可能 會造成一些病人實際生活水平的下降，一些城市低保人群和大部分農民需要依靠醫療保障和 社會救濟，這可能使數量有限的社會保障資金更顯得捉襟見肘。

第三，有可能使近期的就業矛盾更加突出。第三產業是我國當前增加就業的主攻方向， 而SARS對第三產業沖擊較大，第三產業中部分商戶會因SARS而出現經營困難、歇業和停業。 就業壓力增大還表現在高校畢業生的就業上。今年普通高等學校的應屆畢業生人數比去年凈 增加50萬人，4、5月份是畢業生聯系工作的關鍵時期，廣東、北京等地又是對畢業生需求比 較旺盛的地區，SARS的肆虐使一些大型招聘會取消，影響了一些高校畢業生的就業。

我們必須對SARS的負面影響有充足的估計，要把困難想到前頭，要把工作做細、做實。 只有這樣，才能保證我國經濟發展的良好局面不受這一突如其來沖擊的影響而發生逆轉。

SARS疫情發生后的反思

SARS在全國出現蔓延的勢頭有其客觀因素，但在疫情發生初期，我們沒有采取必要的措 施，失去了控制疫情的最佳時機，在疫情發展時，許多環節又暴露出不足。這些失誤很值得 我們深入地反思。

第一，要加強對重大突發事件發生的早期預警工作，建立高效的防范和緊急應對制度。 我國在應對自然災害方面已經積累了比較成熟的經驗，擁有相對完善的體系，但在應對重大 傳染性疾病和突發性事件上，還缺乏經驗，缺少一套高效的防范和緊急應對制度。我們要建 立一套從防范到預警、再到緊急應對措施等各個環節在內的完整的體系。這既要重視應用現 代網絡技術，加快政府信息化建設，保證政府部門信息資源的暢通，又要進一步完善有關法 律、法規，加強中央政府各部門、地方政府，以及軍隊系統之間的協調合作，一旦重大事件 發生，要做到權責明確、指揮得力。

第二，要高度重視人民的身體健康和生命安全，正確處理好突發事件對經濟的影響與人 民生命安全的矛盾，時時把人民的身體健康和生命安全放在首位。我國是一個發展中國家， 面臨著繁重的經濟發展任務，但一些地區為了發展經濟，忽視人民的身體健康，有時又以犧 牲一代人的身體健康，甚至生命為代價，嚴重環境污染的事件頻頻發生，重大安全事故屢禁 不止。我們要在反思SARS疫情帶來影響的基礎上，在社會上，特別是各級政府管理部門中樹 立以人為本的經濟發展觀。

第9篇：固定資產投資對經濟的影響范文

一個國家或地區經濟發展的影響因素有很多，其中教育就是其中很重要的一個因素，科學技術是第一生產力，高度地概括了教育對經濟的作用。理論上有關教育對經濟作用的研究有很多，早在兩百多年前，經濟學界的先輩們就認識到教育對國民經濟發展的促進作用，亞當?斯密在《國富論》中就具體闡述了教育的資本價值，指出投資教育能夠增加財富的積累能力，受過教育的勞動力具有較高的生產效率。李斯特提出了“精神資本”的概念，“一國最大部分消耗是應該用于后一代的教育，應該用于未來生產力的促進和培養”，間接提出了教育促進國家經濟的原理。馬克思指出教育“會生產勞動能力”。到了20世紀下半葉，特別是隨著新古典增長模型的提出以及人們對索洛殘差的研究，教育作為促進經濟發展的重要因素之一逐步得到了學術界的認可，索洛使用生產方程考察投入－產出關系時，對除去資本和勞動力這些傳統生產要素作用之外無法解釋的“殘余”貢獻，提出了技術進步因素的觀點，實際上是間接指出了教育對經濟增長的貢獻（轉引自姚益龍）。不少經驗研究也證實了教育對國民經濟的巨大貢獻，舒爾茨研究美國1929～1957年的經濟增長時認為，美國整個國民收入增長額中33%的貢獻率是通過教育投資獲得的（轉引自張鐵明）。丹尼森從歷史統計分析角度對經濟增長要素的分解受到廣泛的認可，丹尼森把經濟增長歸為要素投入量的增加和要素生產率的提高兩大類別，再將其細分并由此計算出美國1922～1957年間的經濟增長有1/5應歸于教育。張鐵明等對廣州1978～1993年間教育發展對國民經濟增長關系做了研究，得出該期間教育貢獻率為32.3%，教育已成為最關鍵的生產力衍生要素。20世紀八十年代以后，國際貿易理論在教育對經濟增長貢獻研究中得到廣泛運用，姚益龍從13個方面總結了教育投資對其他部門生產的外溢效應，這種外溢效應大大拓寬了教育與經濟增長關系的研究范圍。

下面，我們通過實證分析來證明教育對經濟增長的巨大作用。實證借助于一個名叫mega-production function的普適生產函數，基本形式是：Yit=P（kit，pit，hit） i=1，2，…n，其中Yit，kit，pit和hit分別表示第i時間第t個國家或地區等效的產出量、資本量、勞動量以及人力資本，模型的具體形式是：

InGDP=C+β1InCAPT+β2InLABOR+β3InEDU+u

這里，GDP為國內生產總值，CAPT和LABOR分別指固定資產投資、從業人員（勞動力），EDU表示一個國家或地區的教育水平。我們假設，如果一個區域的經濟和教育同時發展即GDP和EDU同時增大，上式的β3應該滿足：β3＞0。C和u為常數項和隨機干擾項。

我們利用浙江1990～2004的數據進行檢驗，需要說明的是，這里由于數據收集的原因我們將用每萬人在校生的平均教育年限來表示全省的教育水平，一般認為小學生的教育年限為6年，中學生為6+3+3=12年，大學生為16年。（表1）

對以上數據進行對數化處理，再通過eview 3.1軟件進行多元回歸分析可得如下方程：

InGDP=17.65+0.658InCAPT-3.03InLABOR+4.511InEDU

Se=（6.999）（0.0488）（1.254）（1.7267）

T=（2.522）（13.5）（-2.417）（2.612） f=633.8438

P=（0.0284）（0.0000）（0.0342）（0.0242）（0.0000）

R2=0.994 =0.992DW=1.367

由回歸結果我們可以清楚地看到：β3=4.511＞0，并且在2.42%的水平上顯著，即假設成立。由此我們可知，浙江1990～2004年間反映全省教育水平的教育年限對全省的國內生產總值存在顯著的影響，即全省GDP的增長可以部分地由教育的發展來解釋。系數4.511說明，教育年限每提高1%，國內生產總值將提高4.511%，教育對區域經濟發展的重要作用不言而喻。

二、區域不同教育結構差距對經濟的影響

從世界各國看，更多更好的教育以及合理的教育資源配置是經濟快速發展的首要條件。舒爾茨第一次從宏觀角度提出了教育是經濟增長的源泉和縮小收入差別的手段。蔡、都陽研究表明：人力資本的差異是造成地區經濟發展差距的主要原因。王曉霞選取了世界上12個具有代表性國家的樣本資料，利用回歸建模定量研究了教育投入、居民文化程度和文教設施與經濟發展之間的關系，進而將12個國家分成三種類型，反映出教育對各國經濟的影響作用。

第一部分站在教育的橫向以及動態的角度，分析了區域總體教育水平發展差距對經濟的影響問題，從縱向和靜態的角度看，在某一段時間內，每個地區的教育規模都是由文盲、半文盲人口及不同規模的小學教育，中學教育以及高等教育組成，每種層次的教育對不同發展程度的地區所帶來的相對作用是不一樣的。近年的一些研究也進一步從優化教育結構角度探討了區域教育發展差距和區域經濟發展之間的關系。林燕平根據1982年和1990年的中國人口普查結果，數量分析得到文盲、半文盲人口，教育水平（通過各層次教育的人口數、產業間的教育結構及平均受教育年數等指標表達）與地區人均國民收入差距之間有著較強的相關關系，這個結果支持了教育水平是地區人均國民收入差距基本原因之一的假設。繆爾達爾提到了教育發展結構上的扭曲對南亞貧困國家經濟發展的制約作用。Thorvaldur Gylfason從公共教育支出、女性受教育年數和中學注冊率三方面對1980～1997年尼日利亞、約旦等國家比較分析得出其中不少國家經濟增長過分依靠其豐富的自然資源，而忽視了人力資本投資，從而導致其經濟增長速度放慢，再一次強調了教育促進區域經濟的道理。陳志剛、王青通過對大學教育、中學教育給江西和江蘇的經濟帶來的相對貢獻進行估計和比較，發現在江蘇高等教育的發展對該省經濟發展的重要性遠遠高于中等教育（貢獻系數分別為0.274和0.164）；而在江西，情況卻相反，中等教育的發展對經濟發展的重要性反而超過了高等教育（貢獻系數分別為0.274和0.212）。因此，他們認為，為了更充分地利用教育資源進而推動兩省經濟更快、更好地發展，江西應重點偏向發展中等教育，江蘇則應重點偏向發展高等教育。